基于SFA的我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率測(cè)算及區(qū)域性差異分析

韓振興， 劉東輝， 常向陽(yáng)

(1.山西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西太谷 030801； 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210095)

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)表現(xiàn)出快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但是隨著生產(chǎn)要素價(jià)格的上升和資源約束問(wèn)題的日益凸顯，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依靠增加要素投入來(lái)增進(jìn)產(chǎn)量的方式不再能持續(xù)為繼，新的農(nóng)業(yè)發(fā)展方式必須依靠促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、提高效率來(lái)實(shí)現(xiàn)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的2個(gè)來(lái)源是要素投入和全要素生產(chǎn)率(total factor productivity，簡(jiǎn)稱(chēng)TFP)增進(jìn)，而TFP增進(jìn)的途徑又有2個(gè)：一是微觀主體自身TFP的增長(zhǎng)，二是資源配置效應(yīng)。微觀主體的TFP增進(jìn)主要依靠技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的提高，其中：技術(shù)進(jìn)步主要表現(xiàn)為生產(chǎn)前沿面的移動(dòng)，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)長(zhǎng)期進(jìn)步的主要?jiǎng)恿?lái)源；技術(shù)效率表示實(shí)際產(chǎn)出和生產(chǎn)前沿面上可能的最大產(chǎn)出的距離，反映的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)短期進(jìn)步的主要來(lái)源。資源的配置效率是反映現(xiàn)有配置方式對(duì)資源的利用程度及改進(jìn)空間，其計(jì)算需要要素價(jià)格指標(biāo)，因?yàn)閮r(jià)格數(shù)據(jù)的不完整，本研究暫不分析配置效率，在后續(xù)的研究中會(huì)彌補(bǔ)這一部分的不足。在實(shí)際中，技術(shù)進(jìn)步主要通過(guò)技術(shù)發(fā)明、技術(shù)創(chuàng)新等方式來(lái)實(shí)現(xiàn)，技術(shù)效率主要通過(guò)制度創(chuàng)新、技術(shù)擴(kuò)散等方式來(lái)消除或降低技術(shù)效率提高的限制因素。

本研究選取1990—2012年我國(guó)主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省13個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)(stochastic frontier aproach，簡(jiǎn)稱(chēng)SFA)來(lái)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，并分析23年間13個(gè)省農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的動(dòng)力及其影響因素，同時(shí)分析了技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率在我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中的區(qū)域性差異，針對(duì)性地提出了發(fā)展措施和政策建議。

1 相關(guān)研究述評(píng)

農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的源泉主要有增加要素投入和TFP增進(jìn)，TFP增進(jìn)又可分解為技術(shù)角度和要素配置角度，技術(shù)角度主要是指技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率2個(gè)方面。從技術(shù)角度來(lái)看，造成TFP差異的主要原因是研究主體吸收先進(jìn)技術(shù)的速度差異和使用先進(jìn)技術(shù)的效率不同，Nelson等認(rèn)為是吸收先進(jìn)技術(shù)的速度不同[1-3]：Fare等認(rèn)為是使用先進(jìn)技術(shù)的效率不同[4-8]。

在研究我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)變化的文獻(xiàn)中，陳衛(wèi)平等認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)主要來(lái)自技術(shù)進(jìn)步[9-13]；車(chē)維漢等認(rèn)為技術(shù)效率的作用更為顯著[14-15]；匡遠(yuǎn)鳳認(rèn)為技術(shù)效率阻礙了我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)，除此之外的因素均促進(jìn)了我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)[16]；黃金波等認(rèn)為T(mén)FP對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)增加的作用和貢獻(xiàn)有限，其主要?jiǎng)恿υ谟谝赝度氲脑黾樱夹g(shù)效率的正向增長(zhǎng)，對(duì)TFP起到了正向作用[17]。上述學(xué)者的一致觀點(diǎn)在于我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)同時(shí)存在技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率損失2種情況，分歧在于二者的作用大小不同。

分析我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)區(qū)域性差異的文獻(xiàn)主要有李谷成認(rèn)為我國(guó)各省農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)具有明顯的階段性特征和較大的差異[18]。鄭循剛認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率存在顯著的區(qū)域性差異，且東部地區(qū)高于中西部地區(qū)[19]。曹躍群等認(rèn)為在1997—2005年我國(guó)東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率顯著高于中西部地區(qū)[20]；田偉等認(rèn)為我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率存在明顯的地區(qū)差異且差距在不斷擴(kuò)大，同時(shí)呈現(xiàn)出不同的收斂特征[21]。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究?jī)?nèi)容不斷細(xì)化，研究方法不斷改進(jìn)，但在取得了一定成效的同時(shí)也存在一些爭(zhēng)議：一是因?yàn)閷W(xué)者們選取的研究時(shí)間段不一樣，得出的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)方向雖大體一致，但貢獻(xiàn)大小差異較大；二是在對(duì)區(qū)域性差異的分析上，部分學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率均按東中西次序依次高低排列，這與本研究相悖，這可能與選取的樣本省份有關(guān)。在盡可能擴(kuò)展研究時(shí)間段范圍和詳盡討論區(qū)域性差異的基礎(chǔ)上，本研究還探討了受災(zāi)面積和有效灌溉面積對(duì)技術(shù)效率變化的影響。

2 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的構(gòu)建與設(shè)定

本研究采用Battese和Coelli隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，基本函數(shù)形式設(shè)定如下：

Yit=F(Xit，t) exp(vit-uit)；

uit={exp[-η(t-T)]}ui。

根據(jù)Battese和Coelli的設(shè)定，技術(shù)效率損失函數(shù)表示為mit=zitδ，其中，zit表示影響生產(chǎn)決策單元技術(shù)效率的p維向量，δ為須要估計(jì)的參數(shù)向量。

本研究生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定，采用非中性技術(shù)進(jìn)步的擴(kuò)展型C-D生產(chǎn)函數(shù)，因?yàn)樵诙鄶?shù)文獻(xiàn)中資本與勞動(dòng)的替代彈性接近于1，具有常替代彈性性質(zhì)，同時(shí)因?yàn)闃颖救萘康南拗撇贿m合采用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，否則會(huì)由于要素交互項(xiàng)的引入而引起多重共線性問(wèn)題。生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定如下：

將技術(shù)效率定義為

TEit=exp(-uit)。

式中：uit表示非負(fù)的技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)。當(dāng)uit=0時(shí)，TEit值為1，不存在效率損失(生產(chǎn)單元處于生產(chǎn)前沿面上)；當(dāng)uit趨于無(wú)窮大時(shí)，TEit值為0，則存在完全的技術(shù)效率損失。

技術(shù)效率損失函數(shù)定義為

mit=δ0+δ1are+δ2irr。

式中：δ0表示常數(shù)項(xiàng)；δ1表示由受災(zāi)率變化引起的技術(shù)效率損失的變化情況；δ2表示由有效灌溉面積率變化引起技術(shù)效率損失的變化情況；are表示受災(zāi)率，即受災(zāi)面積占其總播種面積的比例；irr表示有效灌溉面積率，即有效灌溉面積占其播種面積的比重。

3 實(shí)證分析

3.1 變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究選取1990—2012年全國(guó)13個(gè)農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)(因2013年起所選樣本省份對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，部分為“農(nóng)林牧漁勞動(dòng)力總?cè)丝凇保糠譃椤暗谝划a(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力總?cè)丝凇?，為保證統(tǒng)計(jì)口徑一致，數(shù)據(jù)選取至2012年)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量定義見(jiàn)表1。

各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

3.2 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)及無(wú)效率方程估計(jì)

3.2.1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果 本研究使用Frontier 4.1軟件，采用3步法對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

從回歸結(jié)果來(lái)看，首先對(duì)數(shù)似然值和對(duì)數(shù)似然比通過(guò)檢驗(yàn)；γ值為0.999 0，說(shuō)明生產(chǎn)的無(wú)效率主要是由技術(shù)無(wú)效率引起的，而來(lái)自于統(tǒng)計(jì)誤差、天氣、自然災(zāi)害等隨機(jī)因素的外部影響作用只有0.1%，說(shuō)明該模型具有較強(qiáng)的解釋力。

其次，Labor、Land、Fer、Mac都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明這些要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)均產(chǎn)生了顯著的影響。其中，Labor通過(guò)0.1顯著性檢驗(yàn)，影響顯著為負(fù)，這主要是由于農(nóng)村存在剩余勞動(dòng)力造成的；Mac通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)，影響為負(fù)，表明農(nóng)村在使用機(jī)械化操作時(shí)可能存在效率較低的粗放的投入，進(jìn)而資源被浪費(fèi)；Land通過(guò)0.05顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)er通過(guò)0.01的顯著性檢驗(yàn)，均對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生了正向作用，這與傳統(tǒng)研究和實(shí)際認(rèn)識(shí)相一致。

表1 變量定義及說(shuō)明

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01水平上顯著。表4同。

最后，t通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明13個(gè)省份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)均存在技術(shù)進(jìn)步。Fer與t的交叉項(xiàng)的系數(shù)、Land與t的交叉項(xiàng)的系數(shù)均通過(guò)了0.01顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步是非中性的；Labor和t交叉項(xiàng)的系數(shù)、Mac和t交叉項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，表明在研究期內(nèi)勞動(dòng)投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入的變化并沒(méi)有隨技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出明顯的變化趨勢(shì)。Fer與t的交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明在研究期內(nèi)隨著技術(shù)不斷進(jìn)步，化肥投入的貢獻(xiàn)率在增加，化肥的施用對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依然有著正向的推動(dòng)作用；Land與t交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明在研究期內(nèi)隨著技術(shù)不斷進(jìn)步，播種面積投入的貢獻(xiàn)率在減少，這表明隨著技術(shù)進(jìn)步依靠擴(kuò)大播種面積來(lái)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的方式并不能長(zhǎng)時(shí)間為繼。

3.2.2 生產(chǎn)無(wú)效率方程估計(jì) 由表4可知，受災(zāi)面積比例are對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率有顯著的正向影響，即隨著受災(zāi)程度增加，效率損失會(huì)增加，技術(shù)效率會(huì)降低，這與我國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際情況相符，目前我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展仍然較易受氣候、自然災(zāi)害的影響，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)農(nóng)民積極做好防范和預(yù)警措施。有效灌溉面積比例irr對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)無(wú)效率具有顯著的負(fù)效應(yīng)，即隨著有效灌溉面積的增加，效率損失減少，技術(shù)效率增加，所以應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)灌溉基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、做好農(nóng)業(yè)水資源調(diào)控。

表4 生產(chǎn)無(wú)效率方程估計(jì)結(jié)果

3.3 技術(shù)效率分析

技術(shù)效率表示生產(chǎn)決策單元的實(shí)際產(chǎn)出和最大潛在產(chǎn)出之間的差距，反映的是決策單元對(duì)現(xiàn)有資源的利用能力。樣本省份各年技術(shù)效率值如表5所示。

所有樣本省份1990—2012年的平均技術(shù)效率見(jiàn)圖1，總體來(lái)看，呈現(xiàn)上下無(wú)規(guī)律波動(dòng)趨勢(shì)，沒(méi)有明顯的單調(diào)上升或下降趨勢(shì)。但是最高的也只是1995年的0.79，都沒(méi)有超過(guò) 0.80，距離1.00還是有一定的差距，最低的為1993年的0.58，整體范圍在0.60～0.70之間波動(dòng)。

為了分析技術(shù)效率的區(qū)域性差異，將13個(gè)樣本省份按地理位置分為東、中、西部3個(gè)區(qū)域，3個(gè)區(qū)域的平均技術(shù)效率變化見(jiàn)圖2。東部和西部的平均技術(shù)效率要遠(yuǎn)高于中部，說(shuō)明對(duì)現(xiàn)有資源的利用能力，東部和西部遠(yuǎn)高于中部?？赡艿脑颍簞趧?dòng)力方面，東部具有先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)條件，再加上具有非農(nóng)就業(yè)的良好優(yōu)勢(shì)和條件，所以技術(shù)效率較高；西部地區(qū)雖然生產(chǎn)條件不先進(jìn)，地形地貌等也不利于現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但不代表對(duì)現(xiàn)有資源利用率低，這可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)剩余勞動(dòng)力大規(guī)模流向東部沿海等地區(qū)，并且在現(xiàn)有的不先進(jìn)的生產(chǎn)條件下能盡可能地利用現(xiàn)有資源和條件；中部地區(qū)可能因?yàn)榻?jīng)濟(jì)條件較為發(fā)達(dá)，程度介于東部和西部之間，其沒(méi)有東部良好的非農(nóng)就業(yè)條件， 也沒(méi)有像西部一樣大規(guī)模轉(zhuǎn)移剩余勞動(dòng)力，但有其自身特征，比如兼業(yè)化和就地轉(zhuǎn)移，如果將這部分勞動(dòng)力算作農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，勢(shì)必會(huì)降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，但如果將其剝離出農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，又忽略了其作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的作用。機(jī)械投入方面，東部地區(qū)不僅采用先進(jìn)的機(jī)械設(shè)備，同時(shí)具有發(fā)達(dá)的外包服務(wù)市場(chǎng)，所以技術(shù)效率較高，西部地區(qū)雖然不具有先進(jìn)的農(nóng)機(jī)設(shè)備和發(fā)達(dá)的外包市場(chǎng)，但是其能在現(xiàn)有機(jī)械裝備條件下盡可能地利用現(xiàn)有設(shè)備；中部地區(qū)雖然具有比西部地區(qū)先進(jìn)的農(nóng)機(jī)設(shè)備，但是可能因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)制度落后和外包服務(wù)市場(chǎng)滯后等，沒(méi)能讓現(xiàn)有機(jī)械設(shè)備發(fā)揮較高的利用效率。

表5 樣本省份各年技術(shù)效率值

3.4 技術(shù)進(jìn)步率變化分析

從圖3中可以看出，3個(gè)區(qū)域的技術(shù)進(jìn)步率從高到低依次是東部、中部、西部；同時(shí)，3個(gè)地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率整體都呈上升趨勢(shì)，東部、西部呈穩(wěn)定上升趨勢(shì)，中部上下波動(dòng)明顯。根據(jù)速水-拉坦的誘致性技術(shù)變遷理論可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非優(yōu)勢(shì)地區(qū)多數(shù)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)都比較發(fā)達(dá)，要素價(jià)格也相對(duì)較高，這就使得該地區(qū)會(huì)率先尋求和使用新技術(shù)，比如機(jī)械、生物化學(xué)技術(shù)等替代價(jià)格更高的土地和勞動(dòng)力，進(jìn)而技術(shù)進(jìn)步率加快。

4 結(jié)論與建議

本研究利用1990—2012年我國(guó)13個(gè)農(nóng)業(yè)大省的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及其區(qū)域性差異進(jìn)行測(cè)定和分析，得出以下結(jié)論。

我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步較快與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率不高并存的特征。生產(chǎn)前沿面的不斷上移說(shuō)明我國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在明顯的技術(shù)進(jìn)步，較低的技術(shù)效率水平說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)現(xiàn)有資源的利用能力較低，技術(shù)推廣和技術(shù)擴(kuò)散作用不明顯，須要繼續(xù)加大技術(shù)推廣力度。

我國(guó)的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式存在明顯的區(qū)域差異。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，如東部，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率較高、增速較快，技術(shù)效率水平也較高但增速較慢且波動(dòng)明顯，表明該地區(qū)的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)進(jìn)程為技術(shù)和效率雙重驅(qū)動(dòng)特征；經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，如中部，技術(shù)進(jìn)步率偏高，技術(shù)效率偏低，甚至低于西部，說(shuō)明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)力主要是技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)其對(duì)現(xiàn)有資源的利用能力有很大的提升空間；經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，如西部，技術(shù)進(jìn)步率偏低、技術(shù)效率偏高，說(shuō)明該地區(qū)對(duì)現(xiàn)有資源的利用能力較高，但經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)是其技術(shù)進(jìn)步受阻的主要原因。

因此，未來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的同時(shí)，更須重視對(duì)現(xiàn)有資源利用能力的提升及技術(shù)效率的提升，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)技術(shù)和效率雙重驅(qū)動(dòng)型的增長(zhǎng)方式。分區(qū)域來(lái)看，東部地區(qū)須要同時(shí)保持并提高技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率，進(jìn)而持續(xù)為技術(shù)和效率雙重推進(jìn)模式；中部地區(qū)須要優(yōu)先提升技術(shù)效率、提高現(xiàn)有資源的利用能力，諸如提高要素的投入產(chǎn)出效率、加大農(nóng)業(yè)科技成果的示范推廣及應(yīng)用等，次之考慮技術(shù)進(jìn)步；西部地區(qū)當(dāng)下須要解決的問(wèn)題是提高技術(shù)進(jìn)步，即加大該地區(qū)農(nóng)業(yè)科研資金的投入和政策制定，注重新品種研發(fā)、技術(shù)創(chuàng)新和研發(fā)制度的創(chuàng)新。